山東省產業結構與城鄉統籌發展的協整分析

張守鳳

(1.天津大學管理與經濟學部，天津300072；2.濟南大學國際交流學院，濟南 250022)

隨著我國經濟的發展，“部分人先富”的階段已經基本上完成，我國正邁步進入“共同富裕”階段，為此城鄉二元結構的嚴重差異性已經不再符合我國經濟的發展，今后我國需要進入城鄉統籌問題的探究，這也將是我國領導者們廣泛關注和致力研究的科學發展觀，本文以具有典型二元經濟結構特征的山東省為研究對象，選取具有代表性的指標運用協整理論、格蘭杰因果分析等方法來考察山東省產業結構和城鄉統籌發展之間的動態關系。

1 指標的選取和解釋

城鄉統籌發展經濟的一體化集中表現在農民收入和城鎮居民收入的無差異性、農村居民消費水平和城鎮居民的消費水平無差異性、三農創收和城鎮創收的無差異性等，但這些無差異性歸根結底都可以表現為農村居民的人均消費和城鎮居民的人均消費能力的一體化上，而農村居民的人均消費和城鎮居民的人均消費能力的一體化也是我們縮小城鄉差異，建設城鄉經濟一體化的最終目標—共同富裕，共奔小康。即充分表現為農村居民和城鎮居民人均消費水平差異的縮小。在本文中我們為了更好的計量和數據的便于索取，選擇農村居民人均消費能力占城鎮居民人均消費能力的比重為衡量城鄉二元結構的發展差異，文中我們用字母IC代表。為了研究山東省產業結構特點以及與城鄉統籌之間的關系，我們充分分析了山東省目前經濟狀況為：第二產業依舊保持領頭羊的特點，其產值大于第三產業，而第一產業卻遠遠落后，雖然山東為中國農業大省，無論是耕地數量、農村人口數量還是農村居民收入都瑤瑤領先于其他省份，但就山東省自身產業結構來講占有人口多數的農業仍然產出比例較小，導致山東城鄉差距較大，城鄉經濟一體化發展收到限制。本文立足探討出農村居民消費能力為代表的農村經濟狀況受制與哪個行業的發展，又能推動哪個行業的發展。為此我們選擇產業結構變量時候分別選擇了第一產業GDP1、第二產業GDP2和第三產業GDP3產值在全省GDP中的比重，致力于探究其比重的演變與城鄉消費能力一體化之間的關系。文中數據的來源均取至《山東省統計年鑒》和山東統計信息網，數據選取時間為1978～2012年。

城鄉統籌發展經濟的一體化影響因素有很多，各影響因素之間又相互聯系、相互依存、相互影響，這就更增加了研究的難度。為了提高我們研究的精確度，和消除研究過程中各因素數據不平穩性本文選擇協整分析時間序列的方法來進行模型設定和檢測。

2 協整分析

2.1 數據平穩性檢驗

為了驗證數據的平穩性，我們分別繪制出各產業發展和消費差異的時間趨勢圖（見圖1，圖2）。圖中不難看出山東省各產業結構發展的趨勢是不平穩的，而且農業發展的比重一直在下降，第三產業的發展在與日俱增，因此我們得出山東省產業結構比重這三個時間序列可能是非平穩的時間序列。

圖1 山東省產業結構發展趨勢圖

圖2 山東省農村居民人均消費能力占城鎮居民人均消費能力的比重

為了更精確的驗證數據平穩性便于進行下一步的協整分析，我們分別對IC，GDP1，GDP2，GDP3進行單位根檢驗。由于我們分析得出數據數列存在很強的隨機誤差項的自回歸問題，沒有辦法滿足Dickey-Fuller檢驗認為模型中隨機誤差項不存在自相關的基本假設。為此我們進行單位根檢驗時采用擴展的狄克-富勒檢驗（我們稱為ADF），以保證檢驗結果的精確性。考慮到這些時間序列會存在時間趨勢的影響，檢驗方程我們采取下列形式：

利用軟件eviews6.0對IC，GDP1，GDP2，GDP3的水平值進行單位根檢驗，計算結果見表1所示。

表1 水平和差分的ADF單位根檢驗結果

我們發現結果IC，GDP1，GDP2，GDP3的水平值的單位根統計量ADF都不小于給出的顯著性水平1%-10%的ADF臨界值，因此，不能否定零假設，即IC，GDP1，GDP2，GDP3序列均是非穩定的。

而對序列IC，GDP1，GDP2，GDP3經過一階差分后（我們分別用DIC，DGDP1，GDP2，DGDP3表示）單位根統計量ADF分別小于給出的顯著性水平1%、1%、5%和1%的ADF臨界值，因此，否定零假設，即序列是平穩的。而且IC，GDP1，GDP2，GDP3序列都是一階單整的，我們表示為I(1),對于同階的 IC，GDP1，GDP2，GDP3序列滿足了進行協整檢驗的條件。

2.2 協整分析

現應用Engle-Granger（恩格爾-格蘭杰）兩步法來檢查IC和GDP1——序列之間是否存在協整關系。構建如下協整等式：

利用OLS方法對上式進行估計，由軟件Eviews6.0得到計算結果如下：

接著我們再對u1t，u2t和u3t分別進行ADF單位根檢驗。根據其數據性質，ut的檢驗方程我們用下列形式：

計算結果見表2所示。

表2 ADF單位根檢驗結果

從上面的結果我們看出來u1t，u2t和u3t的ADF均小于10%水平上的臨界值，所以在10%水平上就是顯著的了。這時我們認為IC與GDP1，IC與GDP2，IC與GDP3三組序列之間存在相互協整關系的。也就是說在樣本區間內，模型中的山東省城鄉統籌與山東省產業結構變量直接存在長期的穩定均衡關系。其具體的關系就是方程。

3 格蘭杰因果關系分析

我們研究山東省城鄉統籌和產業結構間的關系就是為了找出二者之間變化的規律和動力機制，而判定兩個變量因果關系，Granger提出的因果關系檢驗是一種常用的有效的計量辦法。其基本判定原則為:一般地，如果變量A是變量B的(格蘭杰)原因，則A的變化應先于B的變化。因此，在做B對解釋變量(包括自身的過去值)的回歸時，如果把A的過去或滯后值包括進來能顯著地改進對B的預測，則可認為A是B的Granger原因。反之亦然。但是進行格蘭杰因果檢驗的前提也要求各變量應為平穩序列，而序列DIC,DGDP1，DGDP2和DGDP3顯然滿足這一條件。下面對其分別進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果見表3～5所示。

從表中我們可以看到從動力機制來講第一產業的發展并不能直接推動城鄉統籌城鄉經濟一體化的建立，相反的城鄉經濟的一體化即農民消費能力地位的提升卻可以直接導致第一產業經濟的發展，再結合前面協整分析的結論第一產業和城鄉經濟一體化正相關關系，我們不難分析得出：第一產業的發展很大程度上取決于農民先期消費能力的提升，這些提升主要表現為資本投入和農資購買的改善上，這些可以很好的促進農民的增收創收。而第一產業經濟的發展直接的受益者就是農民，所以無論從長期還是短期效應來看第一產業的經濟增長均可以為農民帶來收益，這正好驗證了協整分析中第一產業經濟增長和城鄉居民消費一體化正相關的結論。這個結論告訴我們在第一產業發展和農民消費能力提升上，農民消費能力即可支配資產的提升具有經濟發展的先導性。

表3 Granger因果關系檢驗結果（一）

表4 Granger因果關系檢驗結果（二）

表5 Granger因果關系檢驗結果（三）

同時可以得出第二、三產業經濟的增長是促使城鄉消費能力一體化發展的格蘭杰原因，即第二、三產業的發展是促使城鄉收入差距縮小的動力機制，但是從協整關系來看其直接縮小城鄉收入差距的作用并不明顯。結合我省產業發展特點，原因可能是我省的二、三產業發展可以為我省農村剩余勞動力提供更多就業機會和創收機遇，這有利于農村剩余勞動力的合理利用，并日漸成為我省農村剩余勞動力的資源優化重要方式之一。但城鄉消費能力的一體化并不能推動第二、三產業經濟的快速發展，即農村消費能力的提升對山東省第二、三產業的經濟增長推動效果并不明顯，這根源于目前我省農村居民的消費能力仍然有限，這么有限的消費能力對經濟的刺激作用并不明顯。

4 結論和對策

本文利用1978～2012年的數據，采用協整分析和格蘭杰因果檢驗的方法實證檢驗了山東省產業結構對城鄉消費能力差異的影響，其協整關系告訴我們從長期來看第一產業的發展一直都是農村居民收入的直接構成部分，很大程度上決定了城鄉消費差異。第二產業經濟的迅速提升引導了中國經濟的“部分先富”理論，工業的迅速崛起和農業經濟的平穩發展一起造成了山東省建國以來日益分化的城鄉二元結構和城鄉收入、消費的嚴重失衡。第三產業屬于新興產業，該產業的發展離不開大量勞動力的投入，因此該產業會吸引部分農村剩余勞動力的加入，從長期來看可能促進農民的增收和消費能力的提升。

第一，繼續加快經濟發展，同時協調各產業的協調發展。確保工農業協調發展是優化產業結構，縮小城鄉差距，逐步建立城鄉經濟一體化的未來趨勢。

第二，想方設法增加農民收入，改變農民收入配比。政府建立城鄉經濟的一體化，需要徹底改變原有的城鄉二元結構資本投入比例，加大對農村地區財政支出，改善農村的生產條件，這樣才能促進農村經濟的發展，帶動農民的收入，提高農村居民的消費能力。

第三，繼續加大和實施新農村改造計劃，確保進城務工人員能平等享有當地居民權利。在建立城鄉經濟一體化的過程中，我們需要處理好城市與農村的關系方面，既要加快城鎮化和工業化的發展步伐，同時加快推進社會主義新農村建設。進城農民需要提供成為市民的條件，這不僅僅表現為戶籍上的無差異，更多表現為平等享有廉租房、經濟適用房等市民權利。

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